我國內地教師主觀幸福感的變遷(2002～2019)：橫斷歷史研究的視角

/我國內地教師主觀幸福感的變遷(2002～2019)：橫斷歷史研究的視角【摘要】教師主觀幸福感作為衡量教師群體心理健康狀況的一項關鍵指標，對其現狀的調查和分析至關重要，同時，對其隨社會變遷的動態變化趨勢及其與社會變遷的關系的監測也不可忽視。本研究對2002至2019年間的51篇采用總體幸福感量表(GWB)測量教師主觀幸福感的研究報告(共包括13600名教師)進行橫斷歷史的元分析。研究發現：(1)教師主觀幸福感均值與年代呈顯著負相關，這說明我國教師主觀幸福感在逐年下降。(2)來自社會經濟條件(居民消費水平、房價、老年撫養比和教育經費)、社會聯結(家庭規模數、離婚率和城鎮化水平)和社會威脅(犯罪率)三方面的8項宏觀社會指標的變化能顯著預測教師主觀幸福感的下降。(3)中小學教師的主觀幸福感隨年代下降的趨勢更明顯，其主觀幸福感得分要顯著低于高校教師。本研究不僅探究了我國教師主觀幸福感近20年的變遷趨勢，而且結合社會宏觀發展的指標，提出了影響我國教師主觀幸福感的三維理論框架，對群體社會心理的研究思路進行了縱向(隨時代變遷)及橫向(宏觀社會指標)的拉伸，拓展理論基礎的同時，在實踐上，為干預調節我國教師群體主觀幸福感提供決策依據。【關鍵詞】教師；主觀幸福感；總體幸福感量表；社會變遷；橫斷歷史研究；元分析 1引言 主觀幸福感(subjectivewell-being)通常是指個體根據自定的標準對其生活質量的總體評估，是衡量個體生活質量的綜合性心理指標(Diener，1984)，對個體發展具有重要意義。教師承擔著教書育人、培養現代化建設接班人的重任，其主觀幸福感不僅會影響自身的身心健康與職業發展(鄭紅渠等，2011)，還關系到學生心理健康、教育教學質量、學校建設及教育事業的可持續發展(羅小蘭，韓娟，2019；張沖，2011)。因此，教師幸福感的問題得到了各領域眾多研究者的關注，但一直以來研究結果存在較大差異，有的研究者認為中國教師的幸福感處于中等及偏上的高水平(羅小蘭，王靜，2016；邱秀芳，2007)，還有些研究顯示中國教師的幸福感狀況不容樂觀(鄭紅渠等，2011)。研究結果不一致的原因有以下幾點：第一，研究的對象呈現多元化，包括各學段(幼兒園、小學、中學或高等學校)，各類型(普通或特殊教育)以及來自不同性質的地區(城市、農村或特殊地區，比如地震災區)的學校教師；第二，雖然都是對教師幸福感這個核心概念的測量調查，但不同研究者測量的側重點不同，其中包括教師主觀幸福感、職業幸福感、心理幸福感、工作幸福感以及包含多維度指標的綜合幸福感(姚茹，2019)；第三，教師幸福感的測量工具多樣化，包括修訂國外學者的總體幸福感量表(GWB)、整體生活滿意度問卷(SWLS)及國內研究者自編問卷(測量工具情況統計見：羅小蘭，王靜，2016)。然而，造成研究結果不一致的最重要也最易被忽略的原因是現有研究均為橫斷面研究，即只對教師幸福感的某一個或不同時間段的狀況進行了調查，而對近20年來教師主觀幸福感是否隨時代變遷而變化這一問題不得而知。另外，幾乎所有現有研究均從教師個體和生活及工作環境的層次討論影響教師幸福感的因素(Chan，2013；Hungetal.，2016；Renshawetal.，2015；Tang，2018)，還沒有研究關注社會宏觀因素對教師主觀幸福感的影響。本研究將使用橫斷歷史的元分析(cross-temporalmeta-analysis，又稱“橫斷歷史研究”)方法，探究我國教師主觀幸福感隨年代的變化趨勢；更重要的是，結合相關社會宏觀指標，對影響教師主觀幸福感的因素進行分析與討論，并提出區分個體的群體社會心理變量的三維影響機制框架。 1.1我國教師主觀幸福感的變遷 改革開放40多年來，我國經濟、社會、文化等方面發展成就卓著，在生產、生活方式發生巨大改變的同時，也出現了一些負面的社會問題(池麗萍，辛自強，2020；Xinetal.，2020)，例如，城鎮化水平提升和家庭規模縮小使個體孤獨感增加以及人際支持減少，犯罪率上升造成個體對社會秩序不穩定的主觀知覺增強，從而引起安全感的降低等。人們在對上述社會問題進行適應的過程中，可能會產生焦慮、抑郁等諸多心理問題。因此，在社會劇烈變遷的同時，人們的心理狀況也普遍地表現出規律性變化(即心理隨時代發生變遷)。近年來，不同群體的心理健康狀況隨時代變化的趨勢日漸受到研究者的關注(如，黃四林等，2015；楊睿娟，2013；衣新發等，2014)，教師群體承擔著培養現代化建設接班人的重要責任，探究、了解其心理健康狀況的變化尤為重要。已有研究發現，我國教師的心理健康水平呈逐年下降趨勢(肖桐，鄔志輝，2018；楊睿娟，2013；衣新發等，2014)。同時，這些研究還發現，導致該群體心理健康狀況變差的主要因素不僅有教師個體壓力(工作和家庭)的增加和壓力應對能力提升的缺乏，也包括教師職業倦怠感的增加及職業專業素質能力的要求日益提升(如需應對的問題學生的增多)等近端因素，甚至一些遠端的社會宏觀因素(如教學改革的實施和民族教育理念的轉變)也對教師群體的心理健康這個微觀變量產生了負面影響(田麗麗，2016)。主觀幸福感作為衡量教師群體心理健康狀況的一個重要積極指標，國內外均有研究涉及(Pretschetal.，2013)。已有研究顯示，教師主觀幸福感與心理健康水平呈顯著正相關(鄭紅渠等，2011；Greenspoon&Saklofske，2001)。那么，同樣處在社會變遷的背景下，教師的主觀幸福感是否也會呈現逐年下降的變化軌跡呢?本研究通過橫斷歷史的元分析方法考查我國教師主觀幸福感隨時代的變化趨勢，同時，針對目前研究僅探討教師個體和職業水平等近端影響因素的現狀，著重探究影響該變化趨勢的遠端社會宏觀因素，為進一步討論中間的潛在影響機制拓展思路，從而更有效地干預提升教師群體的主觀幸福感。 1.2影響我國教師主觀幸福感的社會因素 關于我國教師的幸福感，最初的研究從人口統計學的變量影響進行討論(比如性別、教齡、職稱等)(劉文華，2011；楊婉秋，2003；鄭紅渠等，2011)，后來則從其他影響因素的中介或調節作用的角度探討(比如內部教學動機、教學效能感等)(陳美榮，曾曉青，2008；李亞真等，2010)。近年來，研究者對我國教師幸福感的影響因素進行了更全面深入的思考和討論，除對教師個體因素(人口統計學變量及人格特征等)及教師職業本身相關因素的認識之外，還關注到社會和環境等因素的影響(如經濟條件、人際關系、工作家庭沖突及環境支持等)(羅小蘭，王靜，2016；孫彬，2018)。另外，國外學者對教師幸福感的影響因素從多維度、多學科的角度進行了更加系統化的理論探討和實證研究(Dzuka&Dalbert，2007；Albuquerqueetal.，2012)。未來研究應將教師幸福感結合更廣闊宏觀的社會背景，拓展探討在社會、工作和生活環境以及個體心理等多領域的影響因素間的相互作用機制(裴淼，李肖艷，2015)。通過梳理總結國內外關于教師幸福感的理論及影響因素的研究，并結合以往對其他群體幸福感及社會影響因素的討論(龍斧，梁曉青，2019；Cartwrightetal.，2018；Yuetal.，2016)，本研究從社會經濟條件、社會聯結以及社會威脅三個方面探究宏觀社會環境變化對我國教師主觀幸福感變遷的影響。 首先，已有研究表明，教師群體的經濟收入水平顯著影響其幸福感：一方面，高收入教師的幸福感水平明顯高于低收入教師(馮用軍等，2010)；另一方面，相對具有可比性的其他群體(如醫護人員、國企員工等)來說，我國教師的經濟收入水平較低(楊睿娟，游旭群，2017)，導致教師群體生活條件相對較差，這是解釋教師幸福感不容樂觀的一個重要因素(鄭紅渠等，2011)。事實上，最近關于我國教師幸福感的一項大范圍的調查顯示，中小學教師的財務幸福感維度得分堪憂(姚茹，2019)，該研究同時指出教師的經濟待遇“缺乏社會競爭力”，極大影響了教師的綜合幸福感水平。經濟因素是一個復雜的綜合因素，對教師主觀幸福感的影響不僅體現在與其他群體的橫向比較上，也不應忽略社會變遷帶來的縱向變化。近年來，雖然我國教師工資水平逐年增長(國家統計局，2020)，但影響主觀幸福感的重要經濟因素并不是單一的某項經濟指標，而取決于該群體對自己的所處的社會角色和消費模式的主觀綜合感知(董潔，2016)。工資水平增長的同時，我國居民消費水平也在不斷增長，居民購買力日漸增強(張慶，2019)，這也意味著日常消費支出在不斷增長(毛中根，葉胥，2016)。而且，隨著經濟體制改革的深入，房價、養老等核心消費價格在市場化作用下也普遍上漲(龍斧，梁曉青，2019)。上述與其他群體的橫向比較及社會發展帶來的縱向變化而綜合產生的現狀可能會使教師群體產生相對經濟收入減少的主觀認知，進而對其主觀幸福感產生影響(孫計領，胡榮華，2017)。除了對教師個人生活質量的影響，在工作資源方面，教育經費的投入可能對教師的主觀幸福感產生影響。因此，本研究選取居民消費水平、房價、老年撫養比和教育經費作為社會經濟條件方面影響我國教師主觀幸福感變化的潛在社會指標。 其次，大量研究顯示，教師所獲得的社會聯結和支持影響其幸福感，具體體現在人際關系、婚姻狀況和工作家庭沖突幾個重要方面(唐志強，2012；薛峰等，2014)。從整體來看，社會變遷影響著人際交往方式的變化，呈現選擇性增強、穩定性弱化及家庭核心化等特點(張云武等，2020)。現代社會的家庭規模逐漸縮小，核心家庭日益成為主流，使得以往由大家族或擴展家庭提供的支持和聯結功能減弱(池麗萍，辛自強，2020；Xin&Xin，2016)。而全國范圍內持續上升的離婚率(國家統計局，2020)增加了家庭環境的不穩定性，使本已弱化的初級群體交往的親密性降低。而對教師群體來說，家庭的需求與沖突以及支持和陪伴會作為一種重要的情景特征影響其工作成就感、認同感、責任感和價值感，進而影響其主觀幸福感(李雪松，2011)。此外，城鎮化進程在中國社會的不斷推進，從兩方面可能對教師群體的主觀幸福感產生影響。一方面，為優化和平衡城鄉校際之間的師資配置，國家于1996年出臺教師輪崗交流的政策，隨后的20多年間，各類政策、計劃的制訂逐步發展和完善了教師輪崗的具體機制(孫剛成，翟昕昕，2016)。但在政策實施的過程中，由于配套支持和管理機制的不健全，使教師在承擔輪崗職責時產生“軟抵抗”“無動力”“強制性命令執行”等問題，導致與學校領導及同事間人際關系的惡化。參與輪崗教師在陌生環境的不適應、與原有工作環境的落差以及相應支持的缺乏，都影響著教師群體在人際聯結方面的狀況(徐玉特，2016)。另一方面，城鎮化水平的逐年提高使整體人際環境因人口遷移不斷發生變化，兒童及青少年的孤獨感、無助感和焦慮水平都顯著增加(Liu&Xin，2015；Xinetal.，2020)。而教師工作的對象主要是兒童及青少年群體，他們的心理健康水平直接影響著教師工作的難度和壓力，其主觀幸福感也會隨之變化。因此，本研究選取家庭規模數、離婚率和城鎮化水平作為影響我國教師主觀幸福感變化在社會聯結方面的潛在社會指標。 再次，已有研究顯示，我國教師的壓力較大、消極情緒水平較高(楊宏飛，2002；姚茹，2019)。探究原因，研究者認為我國教師工作任務重、工作對象復雜，需要面對多個群體，學生家長和學校都對教師有很高的期待和要求。除了學生，還需處理家長和學校的問題及相互間的矛盾，長期、多方面的人際沖突處理使教師群體對社會環境威脅的感知更敏感。因此，近年來我國犯罪率的上升(國家統計局，2020)在總體上使人們(尤其是教師群體)的焦慮或不安全感增加(辛自強，張梅，2009；Twenge，2000)，導致主觀幸福感隨之降低(魯元平，王韜，2011；Davies&Hinks，2010)。因此，本研究選取犯罪率作為社會威脅層面中影響教師主觀幸福感變化的社會指標。 綜上，關于教師主觀幸福感的影響因素，目前為止都是從教師個體和職業層面探討的橫斷面研究，而橫斷歷史的元分析方法從方法層面解決了心理變遷研究的難點，利用已有研究，從宏觀層面探究影響教師主觀幸福感的潛在社會指標，進而完善對于群體(區別于群體中的個體)社會心理的影響機制的認識。 1.3橫斷歷史的元分析 橫斷歷史的元分析最早是由Twenge(2000)提出的一種新的元分析技術，它采用“事后追認的”橫斷研究設計(即將孤立的已有研究按照時間順序加以連貫，從而使這些研究成為關于歷史發展的橫斷取樣)對大跨度時間內的心理變量進行研究，從宏觀上揭示心理變量隨年代的變化趨勢。此外，該方法還可以將社會變遷層面的宏觀變量(社會指標)與心理發展層面的微觀變量(心理指標)連接起來，以揭示心理發展與社會變遷的關系(辛自強，池麗萍，2008；Twenge&Campbell，2001；Xin&Xin，2017)。當前，我國已開展了一系列針對教師不同心理指標(心理健康和職業倦怠等)變遷的橫斷歷史研究(劉賢敏等，2014；肖桐，鄔志輝，2018；楊睿娟，2013；衣新發等，2014)。本研究擬采用此方法探討我國教師主觀幸福感的縱向變化趨勢以及相關社會因素的影響。 綜上所述，在本研究中，除了運用橫斷歷史的元分析這一方法考察教師整體以及不同群體(高校與中小學教師)主觀幸福感隨年代的變化趨勢，還將運用直接相關和滯后相關分析的方法來考察社會經濟條件(居民消費水平、房價、老年撫養比和教育經費)、社會聯結(家庭規模數、離婚率及城鎮化水平)與社會威脅(犯罪率)對教師主觀幸福感的預測作用。此外，本研究還將采用傳統元分析的方法考察教師主觀幸福感得分是否存在學段差異。當前，雖然學者們已對教師主觀幸福感進行了大量實證研究，但在學段差異方面缺乏相關研究結論，已有關于教師主觀幸福感的研究大都是針對某一具體學段的教師群體，而缺少跨學段比較的相關研究結論。比如，高校教師與中小學教師群體所處的學段不同，其面對的教育對象、教學任務及工作環境等也有所不同，這可能會使高校與中小學教師的主觀幸福感存在一定差異(馬多秀，2014)。為此，本研究希望運用傳統元分析的方法探究教師主觀幸福感的學段差異。 2研究方法 2.1研究工具：總體幸福感量表(GWB) 近20年來，教師幸福感研究所用測量工具有近20種，無論是對國外學者相關問卷的修訂改編，還是國內學者的自編問卷，幸福感的概念界定都在很大程度上影響著不同量表的編制開發。彭怡和陳紅(2010)對幸福感的含義進行了分析和探討，提出了整合視角的內涵模型，該模型建立在對幸福感認知的兩個主要取向上，即主觀幸福感(subjectivewell-being，SWB)和心理幸福感(psychologicalwell-being，PWB)。前者強調包括個體身心的愉悅體驗、情緒感受以及滿意度的綜合主觀評價，而后者是一種由內在的、自我實現的潛能發揮所達到的深層體驗。因此，眾多用于測量教師幸福感的工具量表，大致可以分為以下幾類：第一類傾向于將主觀幸福感(SWB)等同于幸福感，其中有些專門且綜合測量主觀幸福感，比如Fazio(1977)的總體幸福感量表(GeneralWell-BeingSchedule，GWB)，該量表測量個體的正性和負性情緒體驗及平衡，還包括對健康狀況的認知和評估，綜合反映個體對生活質量的主觀感受。另外，還有一些量表針對主觀幸福感中的一項或幾項指標，比如對情緒情感(情感平衡量表)、生活滿意度(整體生活滿意度問卷)或者兩者綜合(幸福感指數量表)的測量(羅小蘭，王靜，2016)；第二類量表涉及的內容更多與心理幸福感(PWB)相關，其中有專門針對心理幸福感的量表，例如Ryff和Keyes(1995)編制的心理幸福感量表，也有針對心理幸福感中某一指標的量表，比如教師職業幸福感量表(趙斌等，2012)；第三類量表為SWB和PWB均有涉及的多維度整合型量表，其中以苗元江編制的綜合幸福感問卷(MHQ)為代表，該問卷編制的一個重要理論基礎就是SWB和PWB的統一，即幸福感的主觀與客觀、快樂與意義以及享受與發展的統一(苗元江，2009)。綜上，到目前為止，在眾多測量教師主觀幸福感的工具中，總體幸福感量表(GWB)是專門并綜合測量主觀幸福感的工具(李雙雙，李雪平，2015)，而且，該量表信效度較高，使用頻率最高，現有使用該量表測量教師主觀幸福感的文獻數量最多。因此，在本研究中將選取使用段建華(1996)修訂的總體幸福感量表(GWB)測量教師主觀幸福感的文獻作為分析對象，并采用量表總分均值作為衡量主觀幸福感水平高低的指標。得分越高，表示主觀幸福感水平越高。 2.2文獻搜集 2.2.1文獻搜集標準 在文獻搜集時采取如下標準：(1)所有研究使用同一測量工具，即總體幸福感量表(GWB)；(2)研究報告中有明確的量化指標數據(一般包括樣本量、均值和標準差)；(3)所研究對象是中國內地的各類學校(幼兒園、中小學、高校等)教師，不包括港澳臺地區的被試；(4)文獻搜集截止時間為2020年11月；(5)同一作者發表的不同文章，如果數據取自同一批樣本，那么只選用數據完整且發表時間最早的一篇文章參與元分析。 2.2.2文獻檢索結果 在中國知網(CNKI)、萬方數據庫、維普資訊和Elsevier、ProQuest、Wiley等中外文數據庫中，分別以“教師”、“幸福感”、“teacher”、“subjectivewell-being”、“happiness”等中英文詞匯進行全文檢索，然后從檢索到的文獻中選取符合上述標準的文獻，最終共得到符合要求的51篇中文文獻(無符合要求的英文文獻)，由于有1篇文獻的數據從兩個不同質的被試群體獲得，只能拆開錄用，因此最終獲得52組數據，各年度所對應的數據組和被試數量如表1所示。由于2004年之前并沒有滿足上述標準的文獻，最終所有文獻的發表時間在2004至2020年間。根據以往橫斷歷史研究方法的慣例，除去注明數據具體收集年代的文獻，其余文獻的數據收集年代(下文簡稱“年代”)均按照發表年減去兩年的方式計算(辛自強，張梅，2009；Twenge，2000)。因此本研究的年代為2002至2019年，共18年。這些研究共涉及13600名教師，文獻的具體情況見表1。 表1教師主觀幸福感所用文獻歷年分布情況<tableborder=1align="center"><tr><td>發表年代</td><td>總體</td><td>學段</td><td></tr><tr><td></td><td>篇數</td><td>樣本量</td><td>中小學</td><td>高校</td><td></tr><tr><td>2004</td><td>1</td><td>410</td><td>1</td><td>0</td><td></tr><tr><td>2005</td><td>1</td><td>131</td><td>1</td><td>0</td><td></tr><tr><td>2007</td><td>2</td><td>340</td><td>1</td><td>1</td><td></tr><tr><td>2008</td><td>1</td><td>724</td><td>0</td><td>1</td><td></tr><tr><td>2010</td><td>2</td><td>1013</td><td>2</td><td>0</td><td></tr><tr><td>2011</td><td>2</td><td>455</td><td>2</td><td>0</td><td></tr><tr><td>2012</td><td>3</td><td>525</td><td>2</td><td>1</td><td></tr><tr><td>2013</td><td>8</td><td>2242</td><td>4</td><td>3</td><td></tr><tr><td>2014</td><td>3</td><td>842</td><td>1</td><td>3</td><td></tr><tr><td>2015</td><td>3</td><td>604</td><td>2</td><td>1</td><td></tr><tr><td>2016</td><td>9</td><td>2000</td><td>5</td><td>4</td><td></tr><tr><td>2017</td><td>9</td><td>2829</td><td>8</td><td>1</td><td></tr><tr><td>2018</td><td>1</td><td>232</td><td>1</td><td>0</td><td></tr><tr><td>2019</td><td>4</td><td>980</td><td>3</td><td>1</td><td></tr><tr><td>2020</td><td>2</td><td>273</td><td>1</td><td>0</td><td></tr><tr><td>總計</td><td>51</td><td>13600</td><td>34</td><td>16</td><td></td></tr></table> 注：表中數據從第四列起表示不同學段教師群體的文獻篇數。中小學教師包括幼兒園、特殊教育學校、普通中小學、成人初等中等教育機構、職業中學以及其他教育機構的教師；高校教師包括普通本科、高等職業學院、高等專科學校的教師。 2.3文獻編碼及數據整理 基于以往橫斷歷史研究的經驗(辛自強，張梅，2009；Twenge，2000)，本研究采SPSS22.0軟件進行文獻編碼、數據錄入和分析工作。首先賦予每篇文獻唯一編號，把所有文獻的基本數據(包括樣本量、主觀幸福感均值和標準差)、發表年代、數據收集年代、文獻所發期刊類型、數據收集地區和教師所屬學段等信息進行編碼(見表2)并錄入數據庫。此外，還要把文獻中含有被試學段的分組報告結果(如表1所示)作為子研究進行編碼也一并錄入數據庫。文獻編碼過程由2名編碼者各自根據事先確定的編碼標準進行單獨編碼(Kappa值為0.96)，并進行交叉檢驗，對有爭議的文獻進行討論并達成一致，確保了本研究編碼準確。具體文獻信息和編碼情況見表2。 2.4社會指標的數據來源 如前所述，本研究從社會經濟條件(居民消費水平、房價、老年撫養比和教育經費)、社會聯結(家庭規模數、離婚率和城鎮化水平)和社會威脅(犯罪率)三大方面選取了8項社會指標作為衡量教師所感受到的宏觀社會變遷方面的指標(即與教師主觀幸福感更直接相關的指標)，并考察這8項社會指標對教師主觀幸福感的“預測”作用。這些社會指標的數據均來自于我國歷年的《中國統計年鑒》和《中國法律年鑒》。 3研究結果 3.1教師主觀幸福感隨年代的整體變化 為直觀地描述教師主觀幸福感隨年代的變化趨勢，本研究將數據收集年代作為橫坐標、主觀幸福感均值為縱坐標繪制散點圖。如圖1所示，2002至2019年間，我國教師主觀幸福感是逐年下降的。 為了更加準確地量化描述教師主觀幸福感的年代效應，我們將數據收集年代作為自變量，以教師主觀幸福感均值為因變量進行簡單回歸分析。結果表明，年代能顯著地負向預測教師主觀幸福感均值的變化(β=-0.33，p＜0.05；F(1，50)=6.02，p＜0.05)，年代可以解釋主觀幸福感11％的變異。同時，為了控制樣本量大小的影響，本研究把年代作為自變量，以教師主觀幸福感均值為因變量進行加權最小二乘回歸分析。結果發現，加權樣本量后，年代對教師主觀幸福感均值的負向預測作用顯著(β=-0.40，p＜0.01；F(1，50)=9.35，p＜0.01)，年代對主觀幸福感的解釋作用達到16％。 表2納入分析的原始文獻的基本信息和變量編碼賦值表<tableborder=1align="center"><tr><td>第一作者</td><td>發表年代</td><td>收集年代</td><td>樣本量</td><td>均值</td><td>標準差</td><td>男性比例</td><td>期刊類型</td><td>地區</td><td>學段</td><td></tr><tr><td>潘賢權</td><td>2004</td><td>2002</td><td>410</td><td>77.55</td><td>11.43</td><td>0.41</td><td>3</td><td>1</td><td>1</td><td></tr><tr><td>蘇娟娟</td><td>2005</td><td>2003</td><td>131</td><td>85.52</td><td>11.10</td><td>0.31</td><td>2</td><td>0</td><td>1</td><td></tr><tr><td>王保軍</td><td>2007</td><td>2005</td><td>61</td><td>76.62</td><td>13.66</td><td>NA</td><td>1</td><td>1</td><td>1</td><td></tr><tr><td>毛荊利</td><td>2007</td><td>2005</td><td>279</td><td>80.79</td><td>15.00</td><td>0.58</td><td>1</td><td>2</td><td>2</td><td></tr><tr><td>周末</td><td>2008</td><td>2006</td><td>724</td><td>80.58</td><td>12.29</td><td>0.42</td><td>2</td><td>2</td><td>2</td><td></tr><tr><td>孫建</td><td>2010</td><td>2008</td><td>365</td><td>76.95</td><td>13.11</td><td>0.52</td><td>2</td><td>3</td><td>1</td><td></tr><tr><td>梁斌</td><td>2010</td><td>2008</td><td>648</td><td>76.71</td><td>9.46</td><td>0.45</td><td>1</td><td>3</td><td>1</td><td></tr><tr><td>咸桂彩</td><td>2011</td><td>2009</td><td>363</td><td>76.26</td><td>9.90</td><td>0.39</td><td>1</td><td>4</td><td>1</td><td></tr><tr><td>王煜青</td><td>2011</td><td>2009</td><td>92</td><td>77.82</td><td>9.81</td><td>NA</td><td>1</td><td>3</td><td>1</td><td></tr><tr><td>楊揚</td><td>2012</td><td>2010</td><td>366</td><td>75.64</td><td>NA</td><td>NA</td><td>1</td><td>2</td><td>2</td><td></tr><tr><td>李進江</td><td>2012</td><td>2010</td><td>67</td><td>67.45</td><td>10.59</td><td>0.75</td><td>1</td><td>2</td><td>1</td><td></tr><tr><td>姚桂招</td><td>2012</td><td>2010</td><td>92</td><td>70.63</td><td>10.80</td><td>0.24</td><td>2</td><td>2</td><td>1</td><td></tr><tr><td>毛湘穎</td><td>2013</td><td>2011</td><td>345</td><td>72.17</td><td>8.85</td><td>0.14</td><td>3</td><td>2</td><td>0</td><td></tr><tr><td>李恒</td><td>2013</td><td>2011</td><td>246</td><td>76.30</td><td>NA</td><td>0.54</td><td>2</td><td>2</td><td>2</td><td></tr><tr><td>劉菂斐</td><td>2013</td><td>2011</td><td>171</td><td>78.15</td><td>10.97</td><td>NA</td><td>2</td><td>2</td><td>2</td><td></tr><tr><td>周偉珍</td><td>2013</td><td>2011</td><td>90</td><td>83.05</td><td>11.44</td><td>0.48</td><td>2</td><td>1</td><td>2</td><td></tr><tr><td>代照甜</td><td>2013</td><td>2011</td><td>511</td><td>69.93</td><td>15.16</td><td>0.32</td><td>3</td><td>2</td><td>1</td><td></tr><tr><td>張文強</td><td>2013</td><td>2011</td><td>328</td><td>80.12</td><td>17.66</td><td>0.41</td><td>1</td><td>2</td><td>1</td><td></tr><tr><td>麥貝吉</td><td>2013</td><td>2011</td><td>252</td><td>78.92</td><td>12.84</td><td>0.52</td><td>2</td><td>1</td><td>1</td><td></tr><tr><td>劉希</td><td>2013</td><td>2011</td><td>299</td><td>79.40</td><td>8.15</td><td>0.66</td><td>3</td><td>1</td><td>1</td><td></tr><tr><td>李超</td><td>2014</td><td>2012</td><td>504</td><td>79.90</td><td>12.28</td><td>0.51</td><td>1</td><td>2</td><td>2</td><td></tr><tr><td>章紅英</td><td>2014</td><td>2012</td><td>121</td><td>79.26</td><td>8.84</td><td>NA</td><td>2</td><td>2</td><td>2</td><td></tr><tr><td>章紅英</td><td>2014</td><td>2012</td><td>31</td><td>77.68</td><td>9.33</td><td>NA</td><td>2</td><td>2</td><td>2</td><td></tr><tr><td>李建芹</td><td>2014</td><td>2012</td><td>186</td><td>81.20</td><td>14.08</td><td>0.55</td><td>2</td><td>2</td><td>1</td><td></tr><tr><td>譚蔚</td><td>2015</td><td>2013</td><td>137</td><td>78.57</td><td>13.02</td><td>0.32</td><td>3</td><td>2</td><td>1</td><td></tr><tr><td>田仕芹</td><td>2015</td><td>2013</td><td>285</td><td>79.74</td><td>12.24</td><td>0.56</td><td>1</td><td>2</td><td>2</td><td></tr><tr><td>陳曦</td><td>2015</td><td>2013</td><td>182</td><td>72.26</td><td>13.21</td><td>0.30</td><td>3</td><td>2</td><td>1</td><td></tr><tr><td>王安頎</td><td>2016</td><td>2014</td><td>34</td><td>79.94</td><td>10.07</td><td>NA</td><td>3</td><td>1</td><td>1</td><td></tr><tr><td>陳煒</td><td>2016</td><td>2014</td><td>186</td><td>70.94</td><td>8.91</td><td>0.54</td><td>2</td><td>1</td><td>2</td><td></tr><tr><td>韓旭</td><td>2016</td><td>2014</td><td>232</td><td>71.36</td><td>9.67</td><td>0.50</td><td>3</td><td>1</td><td>1</td><td></tr><tr><td>曹卿</td><td>2016</td><td>2014</td><td>96</td><td>85.46</td><td>14.22</td><td>0.42</td><td>2</td><td>1</td><td>2</td><td></tr><tr><td>韓黎</td><td>2016</td><td>2014</td><td>467</td><td>71.94</td><td>10.33</td><td>0.57</td><td>1</td><td>3</td><td>1</td><td></tr><tr><td>公艷艷</td><td>2016</td><td>2014</td><td>60</td><td>78.63</td><td>NA</td><td>NA</td><td>1</td><td>3</td><td>2</td><td></tr><tr><td>王霞</td><td>2016</td><td>2014</td><td>312</td><td>75.19</td><td>15.45</td><td>0.52</td><td>2</td><td>1</td><td>2</td><td></tr><tr><td>郭云貴</td><td>2016</td><td>2014</td><td>316</td><td>71.82</td><td>13.50</td><td>0.32</td><td>1</td><td>2</td><td>1</td><td></tr><tr><td>宋志斌</td><td>2016</td><td>2014</td><td>297</td><td>65.57</td><td>11.40</td><td>0.34</td><td>3</td><td>1</td><td>1</td><td></tr><tr><td>么洪福</td><td>2017</td><td>2015</td><td>58</td><td>82.29</td><td>12.24</td><td>NA</td><td>2</td><td>1</td><td>1</td><td></tr><tr><td>譚華英</td><td>2017</td><td>2015</td><td>205</td><td>70.35</td><td>14.63</td><td>0.37</td><td>3</td><td>3</td><td>1</td><td></tr><tr><td>李晶</td><td>2017</td><td>2015</td><td>308</td><td>72.88</td><td>8.91</td><td>0.38</td><td>3</td><td>3</td><td>1</td><td></tr><tr><td>梁彥蕊</td><td>2017</td><td>2015</td><td>303</td><td>74.84</td><td>13.02</td><td>0.34</td><td>2</td><td>0</td><td>2</td><td></tr><tr><td>張旭東</td><td>2017</td><td>2015</td><td>651</td><td>74.42</td><td>11.69</td><td>0.31</td><td>2</td><td>1</td><td>1</td><td></tr><tr><td>任雪</td><td>2017</td><td>2015</td><td>275</td><td>73.03</td><td>13.24</td><td>0.20</td><td>3</td><td>4</td><td>1</td><td></tr><tr><td>寧嘉鵬</td><td>2017</td><td>2015</td><td>312</td><td>75.72</td><td>12.59</td><td>0.25</td><td>3</td><td>4</td><td>1</td><td></tr><tr><td>郭愛鴿</td><td>2017</td><td>2015</td><td>434</td><td>75.65</td><td>15.69</td><td>0.25</td><td>2</td><td>2</td><td>1</td><td></tr><tr><td>唐芳</td><td>2017</td><td>2015</td><td>283</td><td>73.40</td><td>13.66</td><td>0.36</td><td>3</td><td>2</td><td>1</td><td></tr><tr><td>李春林</td><td>2018</td><td>2016</td><td>232</td><td>65.03</td><td>14.02</td><td>0.55</td><td>3</td><td>3</td><td>1</td><td></tr><tr><td>張古月</td><td>2019</td><td>2017</td><td>176</td><td>74.80</td><td>13.89</td><td>0.13</td><td>3</td><td>2</td><td>1</td><td></tr><tr><td>錢泓埔</td><td>2019</td><td>2017</td><td>300</td><td>79.85</td><td>NA</td><td>0.25</td><td>1</td><td>1</td><td>2</td><td></tr><tr><td>蘇文靜</td><td>2019</td><td>2017</td><td>276</td><td>81.70</td><td>13.57</td><td>0.52</td><td>2</td><td>0</td><td>1</td><td></tr><tr><td>王海濤</td><td>2019</td><td>2017</td><td>228</td><td>74.36</td><td>14.27</td><td>0.34</td><td>3</td><td>1</td><td>1</td><td></tr><tr><td>羅瑞</td><td>2020</td><td>2018</td><td>100</td><td>71.07</td><td>5.87</td><td>0.44</td><td>2</td><td>3</td><td>1</td><td></tr><tr><td>秦春婷</td><td>2020</td><td>2019</td><td>173</td><td>72.00</td><td>14.62</td><td>0.09</td><td>2</td><td>3</td><td>0</td><td></td></tr></table> 注：(1)為減少篇幅，表中只列出了第一作者。(2)期刊類型一列：1=核心期刊，2=一般期刊，3=學位論文或論文集。(3)地區一列：0=無明確地區信息，1=東部地區，2=中部地區，3=西部地區，4=包含兩類及以上地區。(4)學段一列：0=無明確學段信息，1=中小學教師，2=高校教師。(5)NA表示文獻沒有提供相應數據信息。 此外，除出版年代外，橫斷歷史研究的結果還可能受到期刊類型、被試來源地和性別比例等方面的影響(辛自強，張梅，2009；Twenge&Campbell，2001)。為控制這些因素的影響，以教師主觀幸福感均值為因變量，將期刊類型、被試所在地區和學段3個因素重新編碼為啞變量，連同數據收集年代和男性比例2個因素作為自變量進行逐步回歸分析(先將被試來源地、期刊類型、男性比例和學段作為自變量同時放入回歸模型的第一層中，然后再將數據收集年代作為自變量放入回歸模型的第二層中)。結果表明，在加權樣本量的同時，納入被試來源地、期刊類型、男性比例和學段4個自變量后，年代對教師主觀幸福感的預測效應依然顯著(β=-0.34，p＜0.05；F(10，32)=2.99，p＜0.01)，年代可以解釋主觀幸福感12％的變異，這說明我國教師主觀幸福感與年代之間的關系不受期刊類型、地區、性別比例和學段等因素的明顯影響。綜合上述結果可知，2002至2019年間，我國教師主觀幸福感整體呈顯著下降趨勢。 圖1我國教師主觀幸福感的變化(2002～2019) 表3當年、1年前、3年前和5年前社會指標與教師主觀幸福感的相關<tableborder=1align="center"><tr><td>社會指標</td><td>當年</td><td>1年前</td><td>3年前</td><td>5年前</td><td></tr><tr><td></td><td>β</td><td>R[2]</td><td>β</td><td>R[2]</td><td>β</td><td>R[2]</td><td>β</td><td>R[2]</td><td></tr><tr><td>社會經濟條件</td><td></tr><tr><td>房價</td><td>-0.37**</td><td>0.14</td><td>-0.39**</td><td>0.15</td><td>-0.40**</td><td>0.16</td><td>-0.39**</td><td>0.15</td><td></tr><tr><td>老年撫養比</td><td>-0.34*</td><td>0.12</td><td>-0.35*</td><td>0.12</td><td>-0.35*</td><td>0.12</td><td>-0.35**</td><td>0.13</td><td></tr><tr><td>居民消費水平</td><td>-0.37**</td><td>0.14</td><td>-0.37**</td><td>0.14</td><td>-0.39**</td><td>0.15</td><td>-0.33*</td><td>0.11</td><td></tr><tr><td>教育經費</td><td>-0.38**</td><td>0.14</td><td>-0.37**</td><td>0.14</td><td>-0.41**</td><td>0.17</td><td>-0.37*</td><td>0.14</td><td></tr><tr><td>社會聯結</td><td></tr><tr><td>離婚率</td><td>-0.38**</td><td>0.15</td><td>-0.40**</td><td>0.16</td><td>-0.39**</td><td>0.16</td><td>-0.38**</td><td>0.14</td><td></tr><tr><td>家庭規模數</td><td>0.25</td><td>0.06</td><td>0.36**</td><td>0.13</td><td>0.42**</td><td>0.18</td><td>0.41**</td><td>0.17</td><td></tr><tr><td>城鎮化水平</td><td>-0.38**</td><td>0.15</td><td>-0.38**</td><td>0.15</td><td>-0.41**</td><td>0.17</td><td>-0.37**</td><td>0.14</td><td></tr><tr><td>社會威脅</td><td></tr><tr><td>犯罪率</td><td>-0.38**</td><td>0.15</td><td>-0.42**</td><td>0.18</td><td>-0.34*</td><td>0.12</td><td>-0.34*</td><td>0.12</td><td></td></tr></table> 3.2教師主觀幸福感隨年代的變化量 綜上所述，教師的主觀幸福感呈現逐年下降的趨勢。為了探究18年來教師主觀幸福感均值的下降幅度，我們根據以往研究(辛自強，張梅，2009；Twenge&Im，2007)的做法，通過計算其變化幅度的效果量(d)來衡量。具體計算過程如下：首先，以教師主觀幸福感均值為因變量，以年代為自變量，對樣本量進行加權，從而建立回歸方程(y=Bx+C，其中y為教師主觀幸福感總分的平均分，B為偏回歸系數，x為數據收集年代，C為常數)；然后，分別將2002和2019代入回歸方程獲得這兩年的均值；最后，求得M2002和M2019之差，再除以18年間的平均標準差(MSD)，即可得到主觀幸福感均值變化量的d值(d=(M2019-M2002)/MSD)。經計算，2002和2019年的教師主觀幸福感均值分別為80.63分和73.20分，18年間教師主觀幸福感均值下降了7.43分，平均標準差為12.10，也就是下降了0.61個標準差(d=-0.61)。根據Cohen(1977)的標準，d值(絕對值)為0.80屬于“大效果量”，0.50屬于“中效果量”，0.20屬于“小效果量”。由此可知，本研究中教師主觀幸福感均值的下降幅度介于中效果量與大效果量之間。 3.3教師主觀幸福感與社會指標之間的關系 由上述結果可知，近20年來我國教師主觀幸福感呈逐年下降趨勢。那么，這種趨勢是否與社會變遷有關呢?如前所述，橫斷歷史研究除了可以描述心理指標隨年代的變化趨勢外，還能通過心理指標與社會指標的關系來解釋社會變遷對心理發展的影響，即選擇與某一群體的心理指標關系密切的社會指標(如離婚率等)與心理指標的均值進行直接相關或滯后相關分析。例如，如果當年或5年前的社會指標與心理指標(如主觀幸福感得分)的相關顯著，那么可以說明社會變遷對心理變遷具有一定的“影響”(辛自強，張梅，2009；Twenge，2000)。結果如表3所示，在對樣本量進行加權后，除了家庭規模數這一指標，當年其他社會指標對主觀幸福感均具有顯著的預測作用。為了更加詳細地刻畫社會變遷可能給教師主觀幸福感帶來的影響，參考以往研究的做法(辛自強，張梅，2009；Xin&Xin，2017)，將歷年的教師主觀幸福感均值分別與1年前、3年前和5年前的社會指標匹配進行滯后相關分析。結果發現，1年前、3年前和5年前的所有社會指標均能顯著預測教師主觀幸福感的變化。由此可知，社會經濟條件(居民消費水平、房價、老年撫養比和教育經費)、社會聯結(家庭規模數、離婚率和城鎮化水平)和社會威脅(犯罪率)可能是“影響”教師主觀幸福感的重要因素。 3.4不同學段教師主觀幸福感隨年代的變化及差異 為探究高校與中小學教師的主觀幸福感變化趨勢，我們對其主觀幸福感均值與年代之間的關系進行了分析。結果表明，在分別加權中小學和高校教師的樣本量后，年代能顯著負向預測中小學教師的主觀幸福感均值(β=-0.38，p＜0.05)，年代可以解釋其14％的變異；而年代對高校教師主觀幸福感均值的負向預測作用卻不顯著(β=-0.38，p＞0.05)，年代的解釋率為14％。另外，為保證亞群體縱向分析的樣本可比性，分別以不同學段教師主觀幸福感均值為因變量，將期刊類型、被試所在地區2個因素編碼為啞變量，連同數據收集年代和男性比例2個因素作為自變量進行逐步回歸分析。結果顯示，在分別加權中小學和高校教師樣本量的同時，納入被試所在地區、期刊類型和男性比例3個自變量后，年代對中小學教師主觀幸福感的預測效應依然顯著(β=-0.37，p＜0.05，R[2]=0.14)，而年代仍不能顯著預測高校教師主觀幸福感的變化(β=-0.50，p＞0.05，R[2]=0.25)。同樣地，根據上述做法，計算了不同學段教師主觀幸福感均值隨年代變化的效果量d。結果發現，中小學教師主觀幸福感均值的變化量(d=-0.58)介于中效果量與大效果量之間，而高校教師主觀幸福感均值的變化量(d=-0.44)介于小效果量與中效果量之間。綜合上述結果可知，與高校教師相比，中小學教師主觀幸福感的下降幅度更大。 此外，由于中小學與高校教師的樣本不對等，本研究采用CMA2.0(ComprehensiveMeta-analysisVersion2.0)軟件進行亞組分析(以不同學段教師主觀幸福感均值作為效應值錄入分析)，以對兩個群體在主觀幸福感得分上的差異進行檢驗。結果發現，高校教師的主觀幸福感均值顯著高于中小學教師(Q值(組間)=8.54，p＜0.01)。 4討論 本研究采用橫斷歷史的元分析方法考查了2002至2019年間教師主觀幸福感的變化趨勢，結果發現，我國教師主觀幸福感呈下降趨勢。從整體變化幅度來看，近20年來我國教師主觀幸福感得分下降了0.61個標準差，這與許多學者關于教師主觀幸福感狀況較為悲觀的觀點基本一致(王保軍等，2007；鄭紅渠等，2011)。但與前人橫斷面研究不同之處在于：首先，本研究加入了時間這一維度，考查了教師主觀幸福感的變化趨勢，在縱向上拉伸了以往對于這一變量的實證調查及理論探討。其次，以往研究的研究對象均為教師個體，除非樣本量很大或者包含范圍很廣，否則得出教師“群體”的相關結論終究是有些牽強的；而本研究采用橫斷歷史的元分析方法，以每一項前人研究為研究對象，18年間的來自全國各地的51項研究可以使本研究結果更好地體現教師這個“群體”的主觀幸福感狀況，在橫向上拓寬了對群體心理變量的理解廣度。因此，在討論影響教師主觀幸福感的各類因素時，不應忽略群體這一抽象概念，即影響不僅作用于教師群體中的個體，還作用于教師群體本身，即教師群體的特征、屬性及價值等。以往對于群體心理健康或者社會心理的研究探討都只關注群體中的個體層面，忽略群體作為一個整體本身的存在，而在社會心理領域，很多研究者指出，社會心理或者社會心態(包括社會情緒)是一種不等同于個體心理疊加的群體現象(藍剛，蒲瑤，2016；辛自強，2020)。然而，這些觀點都只是單獨的理論論證，并沒有結合實證研究的結果區分群體中的個體與群體本身對于群體社會心理的不同影響。通過對結果的討論，本研究提出包含宏觀的遠端環境因素和微觀的近端環境因素、個體和群體以及時代變遷的三維理論框架，為探討提升我國教師主觀幸福感的應用對策提供更完善的思路。 4.1影響教師主觀幸福感的三維理論框架 對于教師群體主觀幸福感的調查研究，在二維平面上(即某一特定時段)應考慮如下兩點：其一，分析的對象不僅應包括教師群體中的具體個體，而且還應考慮教師群體這個抽象的概念，即教師群體的屬性、特征及社會文化賦予該群體的價值從而使該群體擁有的共同意識觀念和集體心態標準(楊宜音，2006)；其二，探索影響因素的范圍應包含近端因素，即與群體密切接觸的微觀環境因素(如學校和家庭)，還應包含社會宏觀的各方面遠端因素(如社會經濟條件和社會聯結等)(Xinetal.，2020)。更為關鍵的是，群體社會心理并不是特質性的靜態概念，應從建構的視角去看待，群體不斷對周圍環境中的信息進行加工處理，而外部的社會環境隨時代不斷變化。因此，教師主觀幸福感影響機制的理論模型(見圖2)應該包括時間這個動態維度，不僅可以考察關鍵變量的總體變化趨勢，而且還考慮了群體心理變量與社會宏觀變量的相互關系。另外，根據在二維平面上的十字模型，未來研究可充分探討在某一個時段下，模型中各組成部分間的交互作用，即近端與遠端因素以及群體中的個體和群體抽象概念之間的相互影響，而三維模型加入時間這一要素，調查探索各組成部分隨時代變遷的變化軌跡，為提升教師主觀幸福感這一社會心理變量提供更完整的思考框架。 綜上所述，本研究結果在解釋個體心理發展的生態系統理論(Bronfenbrenner，1979)的基礎上提出了與之相區別的解釋群體心理發展的三維模型。兩者都是在加入時間維度(時代變遷)的基礎上解釋心理發展的模型，而且在同一時間維度下，均有對各因素間相互作用的探討，如生態系統理論中的中間系統(mesosystem)以及三維模型中近、遠端環境因素間的影響。究其不同之處，除針對個體與群體之外，關于系統間相互作用的探討，生態系統理論主要聚焦于同一系統中的各因素間的相互影響，如微觀系統中的學校與家庭等，而三維理論模型關注不同系統中的各因素間的相互作用，如遠端環境的社會因素可通過近端環境因素的中介和調節作用對群體心理變量產生影響。具體影響機制討論如下： 首先，我國教師主觀幸福感的下降可能與其所面臨的經濟壓力增大有關。本研究發現，當年、1年前、3年前和5年前的3項社會經濟條件指標(居民消費水平、房價與老年撫養比)均顯著負向預測教師主觀幸福感。這說明，教師面臨的經濟壓力增大對其幸福感產生了負面影響。當前，雖然我國教師的工資水平在逐年提高(安雪慧，2014)，但工資的漲幅低于我國房價、物價等生活成本上漲的趨勢(孫彬，2018；衣新發等，2014)。維系家庭、撫養孩子及贍養老人等會有相應的消費支出，教師當前的工資水平無法適應消費水平的提升(孫計領，胡榮華，2017)。而且，根據國家統計局歷年發布的數據顯示，與同屬于公共部門就業人員相比，教師工資收入低于國企員工，也明顯低于醫護人員。參照從業要求和受教育水平相當的職業群體，教師群體不僅實際報酬最低，而且對于報酬是否感到公平的主觀認知也不樂觀，這種經濟報酬與付出不匹配的失衡狀態是教師心理健康狀況變差的重要原因(楊睿娟，游旭群，2017)。因此，基于社會經濟因素的綜合性以及教師群體收入狀況的考量，盡管工資水平隨社會發展逐年提升，但教師群體在個人生活上反而產生相對經濟收入減少的主觀認知，出現更多的消極情緒(焦慮、緊張等)，整體上降低了教師的心理健康水平。已有研究顯示，我國教師心理健康水平呈下降趨勢(肖桐，鄔志輝，2018；楊睿娟，2013)，而主觀幸福感與心理健康水平呈顯著正相關(鄭紅渠等，2011；Greenspoon&Saklofske，2001)。因此，社會變遷使以上3項宏觀層面的經濟指標隨之變化，教師群體感知到的經濟壓力日漸增大，使教師的心理健康狀況變差，進而影響其主觀幸福感。 圖2教師主觀幸福感影響機制的三維理論模型 除對個人生活質量的影響，社會經濟條件對教師主觀幸福感的影響還體現在工作資源方面。近20年來，國內生產總值(GDP)穩步增長的同時，教育經費的總投入也逐年增長(年平均增長率為13.28％)(國家統計局，2020)。然而，根據教育部發布的歷年教育經費執行公告數據顯示，國家財政性教育經費占GDP的比例于2012年才首次達標(即4％以上，根據1993年國家頒布的《中國教育改革和發展綱要》的標準)。另外，自1993年國家正式頒布實施《中華人民共和國教師法》起，直至2010年的《國家中長期教育改革和發展規劃綱要(2010-2020年)》才提出提高教師待遇的要求，而2018年《關于全面深化新時代教師隊伍建設改革的意見》才明確夯實提高教師地位待遇，真正讓教師成為令人羨慕的職業。近20多年來，各類相關政策法規主要關注教師的專業技能、素質水平及教育質量的提高，而教師的待遇和社會地位的保障并不是重點。因此，教育經費總投入的數額雖然在逐年增長，但是相較于GDP的比值和有助于提升教師幸福感的資源分配比例都還沒有得到相應的提高，進而使教師群體的主觀幸福感呈逐年下降趨勢。 綜合以上討論，社會經濟條件的變化可能通過以下潛在中間因素對教師群體的主觀幸福感產生影響：(1)教師的經濟報酬與付出不匹配的失衡心理狀態和主觀認知；(2)收入可換取的實際收益較低，或者說相對的消費支出水平是更高的(因為居民消費水平、房價和贍養老人的成本升高更快)。關于這一點，多項實證研究都有所發現，比如，中小學教師的工資水平逐年提升，但其財務幸福感維度得分反倒不樂觀(姚茹，2019)。總的來說，經濟狀況這類社會宏觀因素是一個綜合的因素，而當這類因素對群體或個體產生作用時，也更是一個相對主觀的因素。正是由于這種“綜合性”和“主觀性”，才可以根據以上所討論的潛在中間因素的作用，在提升教師群體主觀幸福感的實踐上，更有針對性和方向性地進行調整。比如，一方面給予教師群體除在金錢和社會地位之外的補償和鼓勵，多提倡給予他們在實際生活中的優惠待遇(現在很多商家或者經濟平臺提供了專門的教師優惠等)；另一方面，不能忽視且日后要著重培養教師群體感知幸福的能力，將“主觀幸福感”這一概念從當成名詞來研究，逐步發展到對其動詞的研究，即“感知幸福的能力”。而對于中間潛在作用機制的討論，可以幫助此類培養在方向和內容上的精準確立，保證教師主觀幸福感提升的有效性，如拓寬主觀幸福感的哲學內涵，引導教師群體對幸福感在心理方面的潛能發揮和自我實現部分的體驗和認知(Ryff&Keyes，1995)，在提升教師工資水平的基礎上，適當調整報酬與付出失衡的心理狀態。 其次，我國教師主觀幸福感的下降也可能與社會聯結的弱化有關。第一，改革開放以來，城鎮化水平的提高使人們從家族群居的生活方式轉變到核心家庭的獨立生活方式。而家庭規模變小使個體只與核心家庭少數成員有聯結，與大家族的家庭成員的物理距離越來越遠，獲取的家庭支持相對減少，家族的聯結功能減弱(池麗萍，辛自強，2020)。另外，逐年升高的離婚率使個體從核心家庭所獲取的支持與陪伴在數量和質量上也都有所減少，家庭結構的穩定性降低(王晶等，2010；喻軻等，2017)。人們的心理健康水平因家庭聯結程度和穩定性的減弱而普遍下降。教師是承擔巨大壓力的少數職業之一(張忠華，蘇靜雷，2012；Pretschetal.，2013)，家庭功能的重要性格外明顯，研究表明家庭的情感和工具性支持都在工作-家庭沖突與教師主觀幸福感之間起調節作用(李雪松，2011)。因此，社會變遷帶來的家庭功能的減弱使教師主觀幸福感的體驗也隨之降低。第二，城鎮化水平的提高引起社會群體的遷移，地區流動性增強，人際環境變得更為復雜。教師群體因國家出臺的輪崗政策，改變了其職業原本的相對穩定性，工作環境的變化使家庭穩定性也受到影響。對參加輪崗的教師缺乏相應的補償和支持政策，很多教師產生心理不平衡的負面情緒。加之輪崗政策的執行管理監督體系的不完善，教師與同事之間的人際關系也受到影響，導致其主觀幸福感的降低。另一方面，前人研究表明，城鎮化水平的提升能顯著預測成年人及青少年心理健康問題的增多(辛自強，張梅，2009；Xinetal.，2020)。而教